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我国上市公司独立董事制度与公司绩效的实证分析一——以浙江省为例孙敬水（浙江工商大学经济学院，浙江杭州310015）内容提要在上市公司中实施独立董事制度作为完善我国公司治理结构的一项重要举措，有着深刻的理论与现实意义本文以浙江省为例，对我国上市公司独立董事比例、独立董事薪酬与公司绩效之间的关系，独立董事比例与公司股权结构、与两职状态之间的关系等方面进行了实证研究研究结果表明，独立董事比例与第一大股东持股比例呈现明显的负相关关系；两职状态并不是影响公司绩效的重要因素；公司绩效与独立董事比例存在较弱的正相关关系，公司绩效与独立董事薪酬存在较弱的倒U型的二次曲线关系，尽管没有表现出足够的显著性，但本文对我国上市公司引入独立董事制度还是提供了经验支持，为完善独立董事制度提供了必要的参考依据与建议关键词上市公司；独立董事；公司绩效；薪酬中图分类号F
276.6作者简介孙敬水，男，1958年生，安徽蚌埠人，浙江工商大学经济学院教授，博士研究生导师主要研究方向公司经济，计量经济
一、文献综述独立董事制度与公司绩效的关系，是一个看似简单实际复杂的问题独立董事制度产生的本意，是完善公司治理结构，弱化内部人控制，保护中小股东利益,提高公司绩效逻辑推理似乎也是这个结论，但实际结果如何，国内外学者做过许多实证研究，却一直未能得出一个公认的结论（-）独立董事制度与公司绩效正相关一本文为浙江省2003年度哲学社会科学规划重点课题《浙江上市公司独立董事制度研究》（批准号:Z03YJ18）阶段性研究成果课题负责人孙敬水；课题组成员邵锡秋、姜波、陈利萍、周春喜、侯怀霞、朱慧本研究得到中国证监会杭州特派员办事处、宁波特派员办事处的大力支持，浙江工商大学经济学院硕士研究生殷保庆、朱简、孙金秀、曹彦芹等参与调研和资料收集、整理工作，在此一并表示感谢总资产收益率现ROA
3.
2572.
9268.
15610.081TQ托宾Q
1.
3740.
3122.
1600.720独立董事人数IDQ
2.
50.73162独立董事比例%ID
25.
1395.
54540.
00015.380独立董事薪酬万元/每年AS
3.
2021.
3337.
8200.900国家股比例给PS
15.
75522.
41870.0000法人持股比例%PL
40.
22825.
45775.0000普通股比例盼PT
35.
94815.
89393.4000第一大股东持股比例粉CRi
37.
39317.
31774.
3206.140前五大股东持股比例%
24.270CR
55.
53715.
78698.8705前十大股东持股比例%CR
59.
64814.
467100.
00031.31010两职状态D
0.
9140.28310年销售收入自然对数InSALE
20.
944021.
163622.
829817.5419总资产自然对数InASSET
21.
243221.
161222.
875319.5219资产负债率%D/A
44.
59518.
36486.
778.100净利润增长率给GROW
149.
0121135.
0198586.
810573.090市盈率%P/E
172.
012703.
1685148.
0309.920三模型设计根据理论假设，并借鉴Demetz LehnMorck Vishny和Shleifer等人的分析方法，本文主要通过以下几个回归模型检验公司绩效与独立董事比例、公司绩效与独立董事薪酬、独立董事比例与公司股权结构、独立董事比例与两职状态变量与之间的关系模型1FP=b+bID+bCR+bD+Control variables+£0]2t31模型2FP=b+b、AS++h3D+Control variables+£2模型3FP=b+bID+bID2+CR/+bD+Control variables+£Q}24FP=b+bID+b2As2+仇、+bD+Controlvariables+£4模型40[模型5ID=b+bHSR+耳++variables+£⑸
0.Control其中FP FirmPerformcmce为公司绩效,用£、ROE、RQ4和丁衡量；，=
1、
5、10,CR、CR C时依次为第一大股东、前五大股东、前十大股东持股比例;为两职状态变量；Control5variables为控制变量，分别用年销售收入自然对数InSALE、总资产自然对数InASSET.市盈率P/E、公司总负债与总资产比率D/A、净利润增长率GROW加以替代；SR分别用国家股比例PS、法人持有股比例PL、普通股比例PT加以替代；勺2,3…为相应解释变量的回归参数；^为随机误差项模型1和模型2用来检验假设1和假设2模型5用来检验假设3和假设4o考虑到独立董事O比例与公司业绩、独立董事薪酬与公司业绩之间可能存在一种倒U型的二次曲线的关系，为了考察这一非线性关系关系，我们在模型3和模型4中分别加入独立董事比例、独立董事薪酬的二次方变量鉴于公司业绩不仅仅只取决于独立董事，可能会受到诸多复杂因素的影响，因此，我们在模型1至模型5中分别加入各自的控制变量
四、实证分析结果本文利用EViews软件，选用三种统计方法即描述性统计分析、相关分析和回归分析来检验理论假设一描述性统计分析结果
1.从独立董事比例与公司绩效的关系看，2002年浙江上市公司绩效指标即EPS、ROE EOA、TQ总体而言随独立董事比例提高而增加，假设
1.1成立而2003年中期，独立董事比例在20%30%较好，在30%40%时，公司绩效最好如表2所示表2独立董事比例与公司绩效的关系比例2002年度2003年中期%EPS ROE ROA TQEPS ROE ROA TQ
10200.
1877.
2613.
4861.
4030.
0140.
5100.
3101.
37020300.
1886.
9753.
1591.
3750.
0592.
3351.
2431.
40030400.
2347.
7033.
2631.
3470.
0983.
5591.901L
61540500.
2906.
2904.
5571.
3900.
0220.
3900.
7301.160从人数上看，独立董事也有规模效应，2002年浙江上市公司绩效与独立董事人数同向变化，究其原因可能在于董事会中独立董事人数的增加，可以增加独立董事说话分量，因而对公司经营管理具有较大的正面影响而2003年中期，独立董事人数为5人时，公司绩效最佳（如表3所示）表3独立董事人数与公司绩效的关系2002年度2003年中期人数EPS ROEROA TQEPS ROEROA TQ
20.
1756.
5742.
9301.
4010.
0140.
7100.
6751.
36330.
2368.
2683.
4821.
3740.
0922.
8331.
5701.
40540.
0903.
6152.
0511.
2050.
0713.
3011.
4911.
23350.
1585.
1732.
5984.
48860.
2906.
9204.
5571.
3900.
1133.
2952.
0851.265注2002年上市公司中，各家聘请的独立董事人数只有
2、
3、
4、6人，没有5人
2.从独立董事薪酬与公司绩效关系看，2002年浙江上市公司绩效随着独立董事薪酬增加而提高；而2003年中期，独立董事薪酬在2万元以内，EPS、ROE最大,薪酬在48万元，ROA、TQ较大，独立董事薪酬与公司绩效之间不存在着倒U型的曲线关系（如表4所示）表4独立董事薪酬与公司绩效的关系2002年度2003年中期薪酬（万元）EPS ROEROA TQEPS ROEROA TQ
020.
3147.
9463.
2121.
4040.
1814.
1181.
3421.
384240.
1606.
5973.
0311.
3670.
0572.
3581.
3681.
341460.
2248.
0713.
7491.
3980.
0792.
8291.
7072.
217680.
43018.
0256.
8581.
7050.
0893.
2702.
8551.
5853.从独立董事比例与股权集中度的关系看，2002年浙江上市公司股权集中度在20%40%时，独立董事比例较高，股权集中度在80%以上时，独立董事比例最高而2003年中期，股权集中度在40%60%时，独立董事比例最高（如表5所示）从股权集中度与公司绩效的关系看，2002年浙江上市公司绩效总体上（除个别指标如TQ外）随着股权集中度提高而增加，这表明，相比股份分散的公司，我国上市公司大股东的存在可以发挥有效的监管作用，有利于公司绩效的提高尤其是当大股东的投资由于政策障碍，不便通过资本市场的有效流动撤退时，大股东就会进一步加强对于企业的关注，即便是国家股东也会呈现出这一特点而2003年，股权集中度与公司绩效的关系较为复杂，ROE和R0A在股权集中度在60%以上时较高从整体上看，公司绩效与股权集中度不存在倒U型曲线相关（如表5所示）表5独立董事比例与股权集中度、股权集中度与公司绩效的关系股权2002年度2003年中期集中ID EPS ROEROA TQ IDEPS ROEROA TQ度
02022.
220.
2515.
763.
171.
5233.
330.
113.
982.
331.
442006030000204027.
890.
155.
1352.
831.
4132.
820.
451.
581.
372.
20401600169406024.
390.
186.
2872.
561.
4035.
460.
000.
060.
091.
33556725673608023.
500.
248.
4303.
951.
3332.
860.
155.
362.
461.
29403451543801033.
330.
3220.
007.
300.
8333.
330.
146.
003.
601.
55030070300004.从两职状态与独立董事比例之间的关系看，2002年浙江上市公司不同的两职状态下独立董事的比例不存在显著性差异而2003年中期，不同的两职状态下,独立董事比例差异较大在两职完全分离的情况下独立董事的比例最大，而两职完全合一时独立董事的比例最低就两职状态与公司绩效的关系看，两职部分合一，EPS、ROE、ROA、TQ最大，比两职完全合一和两职完全分离更有利于公司绩效提高（如表6所示）表6两职状态不同的公司绩效对比两2002年度2003年中期职ID ID状EPS ROEROA TQEPSROEROA TQ态两
25.
0010.
2147.
7593.
4801.
37533.
0280.
1023.
1371.
6741.399职合部
25.
2730.
2187.
8213.
5531.
38933.
7210.
1144.
1082.
0481.623分合
24.
2380.
0130.
5320.
2681.
24036.
8130.
2117.
5283.
011.170士兀全分离注两职合一指董事长兼任总经理；部分合一指董事（非董事长）担任总经理;完全分离指非董事人员担任总经理
（二）相关分析结果各变量间的相关关系矩阵如表7所示由变量间的相关系数，可以得到以下几种初步的关系:
1.公司绩效指标EPS、ROE、EOA之间具有很强正向相关关系（
0.01水平上显著）因为从理论上讲，这些指标都体现为公司价值的同增或同减，它们之间具有同向变动关系表7各变量两两相关系数矩阵变EP ROEROATQID ASPS PLCRi CR5CRio D量SEP
1.
00.
860.
810.
00.
10.
10.
200.
110.
160.
210.
200.28,****S004605675426386*6RO
1.
000.
870.
00.
00.
10.
210.
120.
070.
260.
270.29*E081693232869*1*2*RO
1.
000.
00.
00.
10.
170.
140.
220.
300.
270.31A
072970345330.2*3*TQ
1.
00.
00.
00.
180.
150.
190.
240.
200.130019298336118ID
1.
00.
10.
120.
040.
320.
200.
170.03**0007128800oAS
1.
00.
010.
090.
120.
050.
030.03001326827PS
1.
000.
700.
340.
180.
130.020**7**833PL
1.
000.
010.
230.
260.070514*9CR
1.
000.
660.
560.15**0]**9ioCR LOO
0.
970.
110251.
000.11CR0810D
1.000注*表示在5%水平上显著；**表示在1%水平上显著
2.公司绩效与公司股权集中度（除个别指标如TQ外），有密切的正向相关关系（
0.05水平上显著）这与我们在前面的描述性统计分析中得到的结果是一致的这是因为大股东更加关注公司的运营和对经理人员的监管，因此，在较长时间内维持大股东的存在对于增加公司的成长潜力还是必要的
3.公司绩效与独立董事比例之间、公司绩效与独立董事薪酬之间没有明显的相关关系，公司绩效与两职兼任呈现明显的正向相关关系（
0.05水平上显著），这也与前面描述性统计分析结果相吻合
4.独立董事比例与第一大股东持股比例呈现明显的负相关（
0.05水平上显著）关系，独立董事比例与前五位大股东持股比例及前十位大股东持股比例负相关（统计意义上不显著），这表明浙江上市公司控股股东存在抵制监督和制约的现象独立董事比例与两职兼任不存在明显的相关性，这也与前面描述性统计分析结果基本一致
5.国家股比例与法人持股比例负相关（
0.05水平上显著）、国家股比例与第一大股东持股比例与正相关（
0.05水平上显著），第一大股东持股比例、前五位大股东持股比例与前十位大股东持股比例之间高度正相关（
0.05水平上显著）
6.两职兼任与股权集中度呈现较弱的负相关关系（统计意义上不显著），这部分说明，为了避免两职兼任带来的代理成本的产生，大股东会特别要求高级管理层采用两职分任的形式
（三）回归分析结果
1.对假设3的检验结果利用EViews软件，可以得到模型5的回归结果（如表8所示）从回归方程的整体显著性来看，模型51（显著性水平6%）、模型52（显著性水平3%）、模型53（显著性水平6%）通过F检验，说明法人持股比例PL（或国家股比例PS、普通股比例PT）与第一大股东持股比例对独立董事比例的共同影响在整体上是显著的但从回归系数的显著性来看，独立董事比例ID与法人持股比例PL、国家股比例PS、普通股比例PT相关性并不显著，因此假设
3.1不成立但独立董事比例ID与第一大股东持股比例CR呈现明显的负相关性（显著性水平在
0.92%
2.31%之间）,即第一大股东持股比例每增加1%,独立董事比例将减少
0.1%左右（见模型51至模型53）这说明在中国的上市公司中，存在较严重的控股股东这个内部人控制问题当持股比例增加的时候，公司的控股股东在更大程度上控制投票权，在公司中的影响力也加大，这个控股股东就更有意图也更有实力抵制外部监督，构筑内部人壁垒的意图更为明显这也从另外一个方面反映出在当前市场监控机制不完善的情况下，应提高独立董事的比例，同时还应降低第一大股东持股比例从公司绩效（EPS）与第一大股东持股比例关系来看（见表9中模型57回归结果，公司绩效与前五位大股东持股比例、前十位大股东持股比例与此类似，为节省篇幅，相应回归结果没有列出），两者之间呈倒U型的二次曲线关系，转折点在
67.9%左右，即随着第一大股东持股比例的增加，经济绩效先增加，后减少，在比例达到
67.9%左右，经济绩效达到最优，但不具有统计意义的显著性，假设
3.2不满足表8模型51至模型56回归结果被解模型51模型52模型53模型54模型55模型56释变量ID解Sig.Sig.Sig.系Sig.Sig Sig.释系数系数系数系数系数t t t数t,t t变量
28.
80.
0031.
40.
0023.
30.
002.
80.
0031.
30.
229.
40.00C670**050**50O**75O**895032O**PS
0.
000.
860.
00.8667068PT
0.
050.
240.
050.
2565500.
010.
670.
010.67PL2221CR
0.
100.
020.
110.
000.
100.
010.
10.
020.
110.
00.
100.02231*5d*08*0263*511*0rD
0.
00.
990.
050.
90.
070.9708878286R
20.
0970.
1190.
0990.
0970.
1190.
0100.
0640.
0870.
0670.
0470.
0700.050Adj.R2DW
2.
0192.
0222.
0022.
0192.
0212.003F
2.
9603.
7053.
0441.
9372.
4251.
9930.060*
0.031*
0.056*
0.
1350.
0760.126Sig.F注*表示在5%水平上显著；**表示在1%水平上显著
2.对假设4的检验结果从回归方程的整体显著性来看，模型55（显著性水平6%）通过F检验，说明两职兼任与第一大股东持股比例对独立董事比例的共同影响在整体上是显著的但从回归系数的显著性来看，独立董事比例ID与两职兼任相关性并不显著，说明独立董事比例ID与两职兼任状况不存在明显差异，不具有统计意义的相关性（如表8所示），因此假设4不成立我们的解释是公司绩效的提高不仅仅依赖于董事会独立性的提高，而且在面临激烈的市场竞争时需要有足够的管理创新而两职合一与公司绩效没有显著性正相关关系说明两职兼任尽管可以提高管理创新能力空间，但也会降低董事会监控的独立性两者的均衡就取决于因管理创新能力的提高（或降低）导致公司效益提高（或降低）与董事会独立性减少（或增加）所带来的效益减少（或增加）从两职兼任与公司绩效关系看，公司绩效与两职兼任正相关，但没有表现出足够的显著性，假设4不满足（如表9至表10所示）我们认为，在中国目前公司股东主权绝对支配地位的环境下，决定一个企业独立董事比例高低的主要因素是股权结构和大股东表9模型
57、模型11至模型14回归结果模型模型57模型11模型12模型13模型14被解释EPS EPSROEROATQ变量解释系Sig.Sig.Sig.Sig.Sig.系数系数系数系数变量数t ttttC
0.
860.
320.
00.
9034.
90.
1320.
10.
026.
800.0058214273124*2Q**
0.
000.
590.
00.
220.
030.
040.
000.
000.01CRi
0.4045028128**53*
2.8E
0.74CR；
0500.
00.
150.
010.
880.
000.
970.
000.95ID0789123036D
0.
00.
511.
940.
441.
510.
120.
020.85596452004InSAL
0.
020.
620.
090.06Jensen和Meckling1976说明了随着公司股份的分散，公司价值下降，导致代理成本是必然的而通过引入监督，能够减少公司价值的下降，也即能够增加股东的权益Fama和Jensen1983指出，独立董事的介入，会降低公司管理层和董事合谋的可能性，董事会的活力会得到加强独立董事在这个过程中，其作用是刺激和监督公司管理者之间的竞争，作为专职的调停人和监督人，从而有效的降低管理者对剩余要求人权益的侵害Baysinger和Butler1985的研究结果表明，独立董事在董事会中的构成比例和公司业绩之间呈正相关关系Weisbach1988研究发现，以总经理为首的高管人员的升迁与公司业绩的相关性在外部董事较多的公司要相对强得多，其原因是外部董事多的董事会独立性比内部董事控制的董事会要强Rosenstein和Wyatt1990的研究同样表明，独立董事在董事会中的比例和公司的市场价值之间呈现显著的正相关关系William和Brown1996认为，独立董事往往是某一领域的专家，甚至一些独立董事本身就是其他公司的CEO、或者是高级管理人员，有着许多宝贵的管理经验，他们能为当前公司能够提供许多有益的建议和咨询，改善公司的经营管理Lee,Rosenstein和Wyatt1999指出,来自投资银行、商业银行、保险公司的独立董事在提供金融财务方面的咨询和建议上对上市公司特别有益，这些独立董事甚至还能够利用他们在金融界的各种社会资本为公司提供金融服务由此看来独立董事至少能够在两个方面，即通过监督和提供专业性的建议及咨询改善公司的经营管理，提高股东的权益反应在财务上，就是公司利润的增长；反应市场上就是公司股价的上涨Rosenstein和Wyatt1999对1981年到1985年间的146个样本做了统计分析，发现独立董事和公司的股票价格是显著正相关的，所有这些公司的股票在统计分析的时间段内都出现了高于平均水平的回报Friday和Sirmans1998通过研究独立董事和REIT Realestate investmenttrust REIT,即为实物资产信托投资的股东财富之间的关系，发现当公司独立董事在董事会中的比例增加时，REIT的股东财富是增加的，这种情况在独立董事的比例达到50%左右最为显著二独立董事制度与公司绩效负相关E
34680.
050.
381.
390.
170.
890.
020.
330.00InASSET606605*6Q**
0.
000.
000.
010.
00.
020.
000.
010.
000.
000.21P/E八**10**0132**40**044b
0.
000.
650.
000.06D/A
10460.
000.
000.
00.
000.
030.
000.
010.
000.
000.41GROW1O**010**40**40**029R
20.
5180.
5320.
5620.
6550.593Adj.R
20.
4410.
4810.
5040.
6090.517DW
1.
5951.
7291.
8541.
8202.141F
6.
75510.
4629.
62014.
2277.833Sig.F
0.000**
0.000**
0.000**
0.000**
0.000**注*表示在5%水平上显著；**表示在1%水平上显著
3.对假设1的检验结果假设1与假设2认为，独立董事比例、独立董事薪酬与公司绩效正相关且与公司绩效之间存在着倒U型的二次曲线关系，为了检验这一点，本文用EPS、ROE、ROA、TQ衡量公司绩效由于两职状态会对董事会的独立性产生影响，股权集中度对独立董事比例有影响，因此需要在模型中引入两职状态变量和第一大股东持股比例（前五位大股东持股比例与前十位大股东持股比例引入模型与之类似）控制变量用公司总资产（取其自然对数）、市盈率、年销售收入（取其自然对数）、资产负债率和净利润增长率从模型11至模型14回归结果可知（如表9所示），回归方程通过F显著性检验，公司绩效指标（EPS、ROE、ROA、TQ）与独立董事比例是正相关关系，独立董事比例每增加1%,每股收益将增加
0.006759元，净资产收益率将增加
0.019%,总资产收益率将增加
0.00163%,托宾Q将增加
0.000305但独立董事比例这一解变量的回归系数在模型11至模型14中都没有表现出足够的显著性且公司绩效与独立董事比例也不存在二次曲线关系（为节省篇幅，相应的回归结果没有列出），假设1基本上不成立因此，无论是模型1的线性方程，还是模型3的非线性方程都无法证实上市公司绩效与独立董事比例之间存在显著的相关关系，浙江上市公司绩效可能取决于其他更为复杂的因素
4.假设2的检验结果从表10回归结果可知，模型21至模型23表示的回归方程通过F显著性检验,公司绩效与独立董事薪酬（为节省篇幅，指标仅仅选用EPS,其他指标与之类似，股权集中度依次选用第一大股东、前五大股东、前十大股东持股比例）之间存在着倒U型的二次曲线关系，转折点在
6.2万元左右，即在
6.2万元以下，公司绩效与独立董事薪酬成正向关系，独立董事薪酬越高，公司绩效越好；在
6.2万元左右，公司绩效最佳；超过
6.2万元以后，公司绩效与独立董事薪酬成负向关系,即独立董事薪酬越高，公司绩效越差但独立董事薪酬这一解变量的回归系数在模型21至模型23中都不具有统计意义的显著性，因此，假设2基本上不成立从表9至表10回归结果还可以看出，公司绩效指标EPS、ROE、ROA、TQ与净利润增长率GROW呈现明显的正向变化关系（在
0.0001水平上显著），这与理论分析是完全吻合的表10模型21至模型23回归结果被解释变量EPS模型21模型22模型23解释变量系数系数系数Sig.t Sig.t Sig.tC
1.
1240.
0680.
9970.
1080.
8700.159AS
0.
0670.
2030.
0580.
2760.
0510.329AS
20.
0050.
4000.
0040.
4660.
0040.530CRi
0.
0020.053CR
0.
0020.1095CR
0.
0030.070IOD
0.
0360.
5800.
0320.
6300.
03650.577InSALE
0.
0100.
7550.
0030.
9260.
0020.955InASSET
0.
0450.
2940.
0450.
3080.
0450.302P/E
0.
00080.
0000.
00070.000**
0.
00070.000**D/A
0.
00030.
8270.
00030.
8170.
00040.770GROW
0.
0010.000**
0.
0010.000**
0.
0010.000**R
20.
6750.
6650.672Adj.R
20.
6020.
5900.598DW
1.
7241.
6591.592F
9.
2428.
8419.087Sig.F
0.000**
0.000**
0.000**注*表示在5%水平上显著；**表示在1%水平上显著
五、初步结论与建议通过以上的实证分析，我们得出以下几点结论与建议
（一）对于我国上市公司独立董事比例与公司绩效之间的关系（利用浙江省2002年度上市公司截面数据），从描述性统计分析结果看，公司绩效指标随独立董事比例提高而增加，说明我国上市公司聘请的独立董事对公司业绩的增长是起到一定的积极作用的；而从相关分析和回归分析结果看，二者不存在显著的正相关关系，这与人们对独立董事寄予的希望还存在一定的差距，也就是说，现阶段我国上市公司独立董事制度的作用还没有充分的发挥出来究其原因，可能是多方面的比如独立董事比例较低，不足以对公司决策产生决定性的影响；上市公司对独立董事履行职责的支持、配合还不到位；独立董事对自身职责的认知程度不高，职权行使的广度、深度、尽责程度还存在缺陷；提名程序不完善，独立董事的独立性不强；一部分独立董事年龄偏大、兼职现象较多，缺少足够的时间和精力履行职责；独立董事的责权利不对等；独立董事制度在法律上缺乏强制性等等因此，我国独立董事制度建设需要从制度、社会、公司、个人四大层面来不断改进和完善
（二）对于独立董事薪酬与公司业绩之间的关系（利用浙江省2002年度上市公司截面数据），从描述性统计分析结果看，公司绩效指标随独立董事薪酬增加而提高；而从相关分析和回归分析结果看，二者不存在显著的正相关关系和倒U型二次曲线关系我们认为，考虑到我国上市公司独立董事制度实施不久，独立董事的激励机制为公司业绩带来的变化还很难显示出成效从成本的角度考虑，独立董事的津贴越高，上市公司的支出也越大，而业绩好的公司负担这些支出比较容易，所以其聘请的独立董事薪酬会比较高从信号传递的角度考虑，因为独立董事的报酬要披露在财务报告中，当独立董事的报酬越高，可以向外传递公司业绩良好的信息，使得投资者和政府部门容易将业绩好的公司与业绩差的公司区分开来考虑到浙江上市公司独立董事薪酬年均为
3.2万元，远低于
6.2万元这个临界点，我们认为，目前独立董事薪酬水平较低，不足以调动独立董事履行职责的积极性，因此，现阶段必须建立合理的独立董事激励机制，适当提高独立董事薪酬，以调动独立董事履行职责的积极性，提高公司绩效
（三）独立董事比例与法人持股比例不相关，但独立董事比例与第一大股东持股比例呈现明显的负相关关系我国很多上市公司都存在大股东“一股独大”的现象，实证分析表明，第一大股东的控制程度对公司聘请独立董事有着不小的影响，而且很多公司第一大股东不仅控制了公司是否聘请独立董事这一决策，也同样控制了聘请独立董事的提名与选任过程这严重地影响了独立董事的独立性和作用的发挥因此，在对上市公司聘请独立董事数量、比例方面提出要求的同时,更应对消除公司第一大股东在独立董事的提名、选任和履职过程中的控制作出一些明确的规定，如大股东回避制、累积投票制等，只有这样才能真正保证独立董事的独立性及其作用的有效、充分地发挥
（四）独立董事比例与两职兼任不存在明显的相关性，两职状态的绩效联系也不像规范分析理论者所倡导的那样简单，两职状态并不是影响公司绩效的重要因素我们认为，公司治理的有效性在于治理系统的完善性与治理机制的有效互补性相对于两职状态来讲，改变目前“一股独大”的股权结构显然更为紧迫对于两职状态的设置应该赋予上市公司更大的自主权，并由市场来决定上述实证结果表明，我国独立董事制度与公司绩效之间不存在显著的综合相关关系，这说明我国独立董事制度实施时间较短，尚处于探索阶段，如何运作缺乏足够的经验积累，在实践中还存在一些需要解决的问题，独立董事制度与公司绩效之间还未形成有规律的联系同时也说明在我国通过实施独立董事制度来完善上市公司治理是完全必要的如何借鉴西方的经验，并结合我国上市公司已有的实践，建立和完善适合我国上市公司特点的独立董事制度，是一项复杂的系统工程，需要政府主管部门、监管部门、上市公司、股东及执行董事与独立董事等方面的共同努力，许多措施必须齐头并进，才会取得良好的效果参考文献[l]Jensen,M.,Meckling,W.,1976,uTheory of the firm:managerial behavior,agency cost,and ownershipstructureJournal ofFinancial and Economics.VbL3,pp.305360
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62.5吼而且股权相对集中，第一大股东、前五位大股东和前十大股东持股比例均值分别为
37.4%、
55.5%和
59.6%,因此，从这两方面来看，由于市场机制的缺乏，决定了Fama1983所认为的内部经理竞争的机制的作用就是有限的因此，对于上市公司来说，其法人股东以及其他的大股东在市场包括资本市场和经理市场难以监控企业的情况下，选择自己的代理人直接进入董事会就是必然的，而这些代理人往往都是独立董事从这一点讲，引入独立董事实施对经营的监控就会起到积极的作用最近几年随着证券市场的发展，以及各类公司治理问题的凸现，独立董事制度作为一种治理机制开始得到我国社会各界的关注，学界开始大范围地讨论其理论架构，上市公司也在建立独立董事制度方面进行了一些有益的探索，证监会于2001年开始在上市公司和基金公司内部大力推行和完善独立董事制度为了验证独立董事是否具有人们所期待的功效，我们提出如下假设假设
1.1:独立董事的比例与公司绩效正相关独立董事有效发挥作用的前提条件之一，是独立董事在董事会中应占有一定比例，因为独立董事比例太低，会影响独立董事发挥监督功能；同时注意到独立董事和执行董事都是构成董事会的重要成员，在董事会中的作用和角色虽有差别，但又是互补的，独立董事比例过高，又会因为其本身的信息不对称问题和专业知识的限制，影响董事会决策的效果因此，片面强调一方的作用都将导致董事会效率的降低和决策失误因此，有以下假设假设
1.2独立董事比例与公司绩效之间存在着倒U型的二次曲线关系，即在一定范围内独立董事比例越高，公司绩效越好，超出一定范围后，独立董事比例越高，公司绩效越差-独立董事薪酬与公司绩效的相关性独立董事制度是公司治理的一项重要举措，独立性是它的核心和灵魂，恰当的激励和约束机制是确保独立董事独立性的重要因素如何激励独立董事，一直是独立董事制度的一大难题，在理论界和企业界也一直有争议独立董事参加董事会的决策过程，是自己人力资本的运用过程，要让他们充分有效地利用自己的人力资本，必须建立起相应的激励机制从理论上来看，独立董事也是现实的“经济人”，而且正因为独立董事一般都是在某一领域内有一定成就或影响的专家，他们的时间价值就比较高因此，如果不给予独立董事一定的薪酬或薪酬太低，由于机会成本的存在，独立董事对于投入大量时间、精力为公司出谋划策的动力和参加董事会履行其职责的积极性将大大降低只有具有吸引力的薪酬，才能吸引一流的人才担任独立董事因此，我们有假设
2.1独立董事薪酬与公司绩效正相关没有利益刺激显然不行，给予独立董事与其付出劳动相对应的报酬作为对其努力工作的补偿确属必要但过高的独立董事报酬可能会使独立董事对失去其职位患得患失，规避风险，从而影响其工作的独立性因此，没有利益不行，利益太少以致于不足以补偿独立董事付出的劳动也不行，利益太多以致独立董事对收入产生依赖同样不行因此，“度”的把握非常重要在激励机制上，薪酬是最主要的手段因此，我们有假设
2.2独立董事薪酬与公司绩效之间存在着倒U型的二次曲线关系即在一定范围内独立董事薪酬越高，公司绩效越好，超出一定范围后，独立董事薪酬越高，公司绩效越差
（三）独立董事比例与公司股权结构的相关性公司作为各种相关利益主体的契约联结点，从法律意义上讲其董事会成员的选择主要依赖于股东及其股权结构公司的股权结构表明了股东对于公司高级管理人员的权力控制程度我国上市公司股权结构比较复杂，且相当比例的国有股股份不能上市流通，资本市场尚未成熟和完善，小股东还不足以起到对公司的监管作用从其身份上看，国有股的积极作用又不同于一般的大股东国有股代表国家利益，被寄予的目标是实现资产的保值增值，可是由于产权主体虚置，削弱了国有股代表作为大股东代表的动力，虽然国有股往往占有最大的股东地位，但是却可能不具备足够的监管积极性，有时还成为政府干预企业的途径法人股东显然比纯粹的国有股产权主体更清晰，并且有自己明确的投资目标，而且法人股出于自身利益的考虑，有足够的动力要求董事会保持相对的独立性，甚至会选派自己的代理人直接进入董事会相比股份分散的公司，我国上市公司大股东的存在,特别是法人股东的存在，可以发挥有效的监管作用，对公司价值有积极的作用因此，我们有假设
3.1独立董事比例与法人股比例正相关由于大股东有动力来监督、激励经营者，或者可直接派出代表担任董事长或总经理，使得经营者的利益与股东利益趋于一致但这种类型的公司，在公司购并和经理更换方面不利于形成竞争机制而股权很分散的公司，虽然有利于形成收购兼并机制，但在经营激励和监督、经理更换方面都不太有利因此，股权过于集中和过于分散，总的来看都会影响公司治理机制的运行效率，相对较优的是股权有一定集中度，但没有绝对控股股东，有相对控股股东和其他大股东存在的股权结构因此，我们又有如下假设假设
3.2公司绩效与股权集中度呈曲线相关，即随着股权集中度的增加，公司绩效先增加，后减少，在某中间状态公司绩效达到最优四独立董事比例与公司两职状态的相关性董事会的独立性不仅表现在独立董事的比例，而且还应考虑董事长与总经理的两职状态董事长与总经理两职分离或合一问题，对董事会作用发挥，以及董事会与经营班子之间形成何种关系方面具有重要影响根据经典管理理论，无论是董事长总经理，均是公司的忠实管家作为公正与诚实的经营者，他们都按照股东的利益行事，因而两职理应合一，以减少双方协调引起的低效率和纠纷而按照代理理论，公司是通过委托人与代理人之间的一组合约而联结起来的理论上往往假定股东是委托人，总经理是代理人而董事长则可能既是委托人，又是代理人，因为他往往自己本身是公司的股东，同时又代表全体股东行使董事长的权力代理理论提倡董事长与总经理两职分离，因为作为代理人的总经理并不总是从股东的利益出发行事，相反，他往往从自身的利益出发从事经营活动他主要并不是考虑如何使公司价值最大化，而是考虑如何使自己的职位不断稳固、收入不断增加、权力不断扩大等等因此需要单独另设董事长来监督如果董事长与总经理合一，则无疑存在着自己监督自己的机制缺陷目前，在国内对治理问题的众多规范论述中，董事长与总经理的两职兼任往往被认为是阻碍公司绩效提高的一个重要因素，证监会也把总经理与董事长由不同的人员任职作为完善公司治理结构的一个重要措施董事长与总经理两职分离，可以在很大程度上提高董事会的独立性董事长与总经理两职合一意味着董事会的独立性被削弱，导致董事会对经理层的监控效果减弱，因而治理绩效降低而两职分离则会加强董事会的监控独立性那么，两职合一与分设对独立董事的比例是否存在显著性差异以及对公司治理效率的影响是否如学者们与监管层所呼吁的那样呢？我们提出如下假设来检验这一观点的客观性假设4不同的两职状态下独立董事的比例存在显著性差异两职兼任会阻碍公司绩效的提高，两职分设有助于公司绩效的提高
三、研究方法-样本数据本文的研究对象是2003年6月30日之前在深市、沪市上市发行股票的浙江省63家上市公司，样本数据来自这些上市公司2002年年度报告和2003年中期报告,因其中5家为新上市公司，没有2002年年报资料，故本文最后选取了58家符合条件的上市公司研究所用数据来源于中国证券监督管理委员会网站（）、上海证券交易所网站（）、深圳证券交易所网站（/）、中国证券监督管理委员会指定信息披露网站巨潮资讯（〃info/）以及《中国证券报》、《上海证券报》公布的数据
（二）变量定义对于假设3和假设4,被解释变量为独立董事比例（用ID表示，即ID=独立董事人数/董事会成员总数），解释变量为法人持股比例PL、两职状态变量Do对于假设1和假设2,被解释变量、解释变量以及控制变量作如下定义
1.被解释变量公司绩效体现为公司价值的增加，因此，本文选择公司价值作为代表公司绩效的被解释变量公司价值仍然沿用了大多数人所认可的绩效评价方式，即分别采用以下几个指标来衡量
①每股收益，用EPS表示，即EPS二净禾I」润/总股本；
②总资产收益率，用R0A表示，即R0A=净利润/总资产；
③净资产收益率，用ROE表示，即R0E=净利润/年末股东权益净资产收益率更多地是反映公司当前状况下的公司价值，适宜于进行公司间的横向对比
④托宾Q,用TQ表示，用来衡量公司纵向的价值成长能力即TQ=公司资产的市场价值/公司资产重置成本其中，公司资产的市场价值根据上市公司股票市场价值和债券的市场价值加总计算，公司资产重置成本则用公司总资产代替
2.解释变量假设1和假设2的解释变量包括
①独立董事比例（ID）
②独立董事薪酬，用AS表示，本文指以年报公布的固定数额报酬为准一般而言，我国独立董事每年从公司领取一定固定数额报酬津贴此外，独立董事每参加一次董事会会议，还会领取一定数额的会议补贴，来回差旅、食宿费用全额报销
③股权集中度，分别用国家股比例PS、法人持股比例PL、普通（流通）股比例PT、第一大股东持股比例CR、前五位大股东持股比例CR.
5、前十位大股东持股比例ON表示
④两职状态变量，用D表示，这是一个虚拟变量，当总经理和董事长两职完全合一或两职部分合一时取值为1,当总经理和董事长两职完全分离时取值为Oo
3.控制变量无论是以每股收益、总资产收益率和净资产收益率，还是以托宾Q来衡量的公司业绩指标都可能同时受到许多其他因素的共同作用，例如Fama和French指出，除市场指数外，公司股票价格收益率实际上还受公司规模及公司权益账面价值与市场价值之比的影响；而Morek、Shleifer和Vishny则认为影响托宾Q的其他因素包括负债比例、公司规模及公司所处行业为了尽可能控制这些因素的影响，也为了增加回归方程与样本观测值拟合的优度，综合考虑行业效应和产品市场竞争对公司绩效的影响，我们分别在检验模型里加入以下几个控制变量
①公司规模，用年销售收入自然对数（InSALE）和总资产自然对数（InASSET）表示；
②公司权益市场价值与账面价值之比（P/E）,用市盈率表示；
③财务杠杆，用公司总负债与总资产比率（D/A）代表；
④公司成长机会，用净利润增长率（GROW）代表各种变量的名称、定义及一般统计描述如表1所示由表1可知，2002年浙江58家上市公司独立董事人数均值是
2.5人，独立董事比例均值为
25.139%,独立董事薪酬平均水平为
3.2万元58家上市公司股票平均每股收益为
0.27元，净资产收益率均值为
7.182%,总资产收益率均值为
3.257%,托宾Q均值为
1.347国家股比例均值为
15.755%,法人持股比例均值为
40.228%,普通股比例均值为
35.948%,第一大股东持股比例均值为
37.393%,前五大股东持股比例均值为
55.537%,前十大股东持股比例均值为
59.648%,反映股权集中度较高两职兼任平均值为
0.914,说明两职完全分离比例很低58家上市公司年销售收入均值为
12.47亿元，总资产均值为
15.53亿元，资产负债率均值为
44.595%,净利润增长率均值为
149.012%,市盈率均值为
172.012%,说明58家上市公司规模不大，资产负债率良好，公司成长性与盈利能力较高表1各变量基本情况统计表（2002年）变量名变量定义均值标准差最大值最小值每股收益（元/每股）EPS
0.
2000.
2361.
3500.420净资产收益率（%）ROE
7.
1827.
06828.
15019.430。
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